馬 強(qiáng)，韓亞蓉，2

（1.南通大學(xué)公共衛(wèi)生學(xué)院，江蘇南通 226019；2.南通市疾病預(yù)防控制中心，江蘇南通 226000）

鄉(xiāng)鎮(zhèn)衛(wèi)生院及村衛(wèi)生室是中國農(nóng)村醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)體系的重要組成部分，承擔(dān)著為農(nóng)村居民提供基本醫(yī)療和公共衛(wèi)生服務(wù)的任務(wù)。農(nóng)村基層醫(yī)務(wù)人員擔(dān)負(fù)著農(nóng)村居民健康“守門人”的職責(zé)，是農(nóng)村醫(yī)療服務(wù)體系建設(shè)的主力軍，其質(zhì)量和可持續(xù)性直接關(guān)系到農(nóng)村醫(yī)療服務(wù)的質(zhì)量和效果，關(guān)系到新醫(yī)改中政府“強(qiáng)基層”目標(biāo)的實(shí)現(xiàn)。然而，由于農(nóng)村基層醫(yī)務(wù)人員工作負(fù)擔(dān)重、待遇水平低、晉升難等問題的存在，導(dǎo)致農(nóng)村基層醫(yī)務(wù)人員招募難、留用難、離職意愿高和離職率高[1]?！吨袊l(wèi)生計(jì)生統(tǒng)計(jì)年鑒》調(diào)查顯示，2014 年至2019 年間農(nóng)村衛(wèi)生人員呈逐年遞減趨勢(shì)，年均減少3.6 萬人。基層醫(yī)務(wù)人員的數(shù)量不足，遠(yuǎn)遠(yuǎn)達(dá)不到《醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)體系規(guī)劃綱要（2015—2020 年）》中所要求的“到2020 年，每千常住人口基層衛(wèi)生人員數(shù)達(dá)到3.5 名及以上”標(biāo)準(zhǔn)。農(nóng)村基層衛(wèi)生人力匱乏、人員隊(duì)伍不穩(wěn)定將嚴(yán)重制約我國農(nóng)村衛(wèi)生事業(yè)的發(fā)展[2]。

離職傾向是指員工在一定時(shí)間內(nèi)離職的可能性，其被認(rèn)為是離職行為的預(yù)測(cè)變量，能夠很好地預(yù)測(cè)員工的實(shí)際離職行為[3]。醫(yī)生的高離職傾向已成為醫(yī)療體系發(fā)展中的一個(gè)重要問題。根據(jù)《2013 年國家衛(wèi)生服務(wù)調(diào)查報(bào)告》，在基層醫(yī)療機(jī)構(gòu)中，有低、中、高離職傾向的衛(wèi)生人員比例分別為44.5%、43.7%和11.8%[4]，且高離職傾向呈現(xiàn)出高學(xué)歷、高職稱，以年輕、工作和學(xué)習(xí)能力較強(qiáng)者為主的特征[5]。高離職率不僅加劇衛(wèi)生人力的短缺，而且也會(huì)導(dǎo)致在職醫(yī)生工作負(fù)荷加重，影響團(tuán)隊(duì)士氣，進(jìn)一步導(dǎo)致醫(yī)療服務(wù)質(zhì)量的下降以及醫(yī)患關(guān)系緊張。因此，探索農(nóng)村基層醫(yī)務(wù)人員離職傾向的潛在影響因素，采取相應(yīng)措施激勵(lì)和留住農(nóng)村及偏遠(yuǎn)地區(qū)的衛(wèi)生人力，對(duì)于確保農(nóng)村醫(yī)療隊(duì)伍的穩(wěn)定、加強(qiáng)農(nóng)村醫(yī)療體系建設(shè)至關(guān)重要。

一、問題提出與研究假設(shè)

（一）背景與問題提出

醫(yī)務(wù)人員離職傾向的影響因素一直受到國內(nèi)外學(xué)者的廣泛關(guān)注。有一部分研究從個(gè)體因素和個(gè)體對(duì)環(huán)境因素的應(yīng)對(duì)方式出發(fā)，發(fā)現(xiàn)個(gè)體基本特征、工作壓力應(yīng)對(duì)等因素對(duì)醫(yī)生離職傾向產(chǎn)生影響[6]。朱迪姝等人在重慶進(jìn)行的一項(xiàng)調(diào)查顯示，年齡、學(xué)歷、行政職務(wù)、職稱是影響基層醫(yī)務(wù)人員離職意愿的重要影響因素[5]。張行欽等對(duì)浙江省21 家社區(qū)衛(wèi)生服務(wù)中心的185 名醫(yī)務(wù)人員調(diào)查顯示，收入低和工作壓力大是其產(chǎn)生離職傾向的主要原因[7]。另一部分研究側(cè)重于組織因素對(duì)醫(yī)務(wù)人員離職傾向的影響，認(rèn)為組織可通過提供良好的工作環(huán)境、培訓(xùn)和職業(yè)發(fā)展機(jī)會(huì)，以期提高醫(yī)務(wù)人員的滿意度和獲得感，從而達(dá)到吸引和留住醫(yī)務(wù)人員的目的[8]。董香書等基于微觀數(shù)據(jù)的調(diào)查發(fā)現(xiàn)組織管理滿意度是影響農(nóng)村醫(yī)生離職傾向重要的解釋變量之一[9]。

新醫(yī)改以來，國家基本公共衛(wèi)生服務(wù)和家庭醫(yī)生簽約服務(wù)大力推進(jìn)，基層醫(yī)療機(jī)構(gòu)承擔(dān)了越來越多公共衛(wèi)生服務(wù)和基本醫(yī)療服務(wù)，醫(yī)務(wù)人員的工作負(fù)擔(dān)也出現(xiàn)了較快增長。盡管政府部門不斷加大對(duì)農(nóng)村基層醫(yī)療機(jī)構(gòu)的投入，但總量依然偏低，且存在總額封頂，“按勞分配”“按績效付費(fèi)”等激勵(lì)機(jī)制作用有限，基層醫(yī)務(wù)人員的薪資收入往往處于較低水平、獲得感較低[10]。付出回報(bào)失衡是否會(huì)在一定程度上導(dǎo)致基層醫(yī)務(wù)人員工作滿意度降低，從而增加離職傾向，這在基層醫(yī)務(wù)人員離職傾向因素的研究較為缺乏。

付出—回報(bào)失衡（effort-reward imbalance，ERI）是指個(gè)體工作所需要的付出與社會(huì)對(duì)其工作回饋間的不平衡[11]。付出—回報(bào)失衡模型從社會(huì)交換和公平理論的視角來測(cè)量員工的工作壓力，包括外在付出、回報(bào)、超負(fù)荷三個(gè)方面[12]。其中，“外在付出”包括員工工作所耗費(fèi)的時(shí)間和精力，“回報(bào)”維度包括經(jīng)濟(jì)回報(bào)、尊重回報(bào)、職業(yè)機(jī)會(huì)和工作安全等四方面，而“超負(fù)荷”則是對(duì)工作的情感投入。ERI 理論認(rèn)為員工與組織本質(zhì)上是一種交換關(guān)系。當(dāng)人們對(duì)自我付出的勞動(dòng)能夠獲得相應(yīng)報(bào)酬，并滿足其自尊和自我價(jià)值感的需要時(shí)，更有利于實(shí)現(xiàn)成功的自我調(diào)節(jié)。而當(dāng)處于高付出、低回報(bào)的狀態(tài)時(shí)，極易導(dǎo)致員工消極情緒和行為的產(chǎn)生。該理論還認(rèn)為，人們不會(huì)被動(dòng)長期地停留在高付出、低回報(bào)的失衡狀態(tài)，而是會(huì)在認(rèn)知和行為上進(jìn)行調(diào)節(jié)，如降低努力、低付出或?qū)で蟾蟮膱?bào)酬。付出回報(bào)失衡模型最初用于解釋工作環(huán)境特征與個(gè)體健康之間的關(guān)系。后來逐漸發(fā)展至職業(yè)倦怠、工作滿意度及離職傾向等組織健康方面[13]。Lavoie 等以法國護(hù)士為樣本，探討ERI 模型對(duì)離職傾向的解釋力，結(jié)果表明付出回報(bào)失衡程度越高的護(hù)士離職傾向越高[14]。

工作滿意度是指組織成員根據(jù)其對(duì)工作特征的認(rèn)知評(píng)價(jià)，比較實(shí)際獲得的價(jià)值與期望獲得的價(jià)值之間的差距后，對(duì)工作各方面是否滿意的態(tài)度和情感體驗(yàn)[15]。Lawler 等將工作滿意度相關(guān)的理論分為內(nèi)容理論（如赫茨伯格的雙因素理論）和過程理論（如期望理論和公平理論）[16]140-142，認(rèn)為員工薪酬應(yīng)該包括工作本身、資歷和工作績效等，提高薪酬的績效激勵(lì)可以有效提高員工的工作滿意度和組織績效。工作滿意度一直是組織管理研究的熱點(diǎn)和重點(diǎn)。根據(jù)Price-Mueller 離職模型[17]，工作壓力、薪酬、分配公平性、晉升機(jī)會(huì)、社會(huì)支持等7 個(gè)外生結(jié)構(gòu)化變量會(huì)影響員工的工作滿意度，工作滿意度降低將增加離職傾向，從而最終影響員工離職行為。Satoh 等對(duì)日本的3977 名護(hù)理人員的付出回報(bào)失衡、工作滿意度與工作意愿研究表明[18]，付出回報(bào)失衡與工作滿意度呈顯著負(fù)相關(guān)，工作滿意度越高，持續(xù)工作意愿越高。Buchbinder 等對(duì)美國非聯(lián)邦州雇傭的年齡在45 歲以下507 名初級(jí)保健醫(yī)生的隊(duì)列研究表明[19]，工作不滿意增加了2.38 倍的離職率，政策制定者應(yīng)重視基層醫(yī)生的工作滿意度與離職關(guān)系。Marchand 等對(duì)家庭醫(yī)生的招聘和留用的系統(tǒng)綜述表明，亞專科化、多學(xué)科綜合和工作滿意度是決定家庭醫(yī)生是否離職的關(guān)鍵因素，內(nèi)在的工作滿意度和認(rèn)可是影響家庭醫(yī)生可持續(xù)發(fā)展的最重要因素[20]。然而，國內(nèi)有關(guān)醫(yī)務(wù)人員工作滿意度的研究主要集中在二級(jí)以上醫(yī)療機(jī)構(gòu)的醫(yī)務(wù)人員[21]，對(duì)基層醫(yī)務(wù)人員工作滿意度的關(guān)注較少，工作滿意在工作壓力、付出—回報(bào)失衡與離職傾向的關(guān)系中的作用機(jī)制研究更為缺乏。

綜上，本研究基于Price-Mueller 離職模型視角[17]，通過對(duì)江蘇省蘇北地區(qū)農(nóng)村醫(yī)務(wù)人員的工作強(qiáng)度、付出—回報(bào)失衡、工作滿意度及離職傾向進(jìn)行問卷調(diào)查，建立多因素回歸模型探究工作強(qiáng)度、付出回報(bào)失衡對(duì)基層醫(yī)務(wù)人員離職傾向的影響，同時(shí)將工作滿意度引入理論分析框架，進(jìn)一步驗(yàn)證工作滿意度在工作強(qiáng)度、回報(bào)失衡與離職傾向之間的中介作用。本研究旨在為鄉(xiāng)鎮(zhèn)衛(wèi)生院人力資源管理提供理論依據(jù)，促進(jìn)農(nóng)村衛(wèi)生人員的留存與穩(wěn)定性，對(duì)于改善基層衛(wèi)生人員素質(zhì)、推動(dòng)農(nóng)村衛(wèi)生服務(wù)體系的發(fā)展具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。

（二）理論分析與研究假設(shè)

1.付出回報(bào)失衡與離職傾向

ERI 模型對(duì)工作狀態(tài)和健康狀況的預(yù)測(cè)具有跨文化、跨職業(yè)、跨時(shí)間的一致性，可用于中國不同職業(yè)員工，特別是在醫(yī)務(wù)人員中具有較好的適用性[22]。相較于其他行業(yè)，從事醫(yī)療行業(yè)的工作要求更高也更為嚴(yán)格，相應(yīng)投入的時(shí)間和精力也會(huì)更多。盡管政府對(duì)于基層醫(yī)務(wù)人員的補(bǔ)償激勵(lì)逐年增加，但總體上依然處于較低水平。加之實(shí)施的“收支兩條線”政策在一定程度上限制了基層醫(yī)務(wù)人員獎(jiǎng)金、績效的獎(jiǎng)勵(lì)，與他們的工作時(shí)間、工作強(qiáng)度不相稱，未能體現(xiàn)基層醫(yī)生的勞動(dòng)價(jià)值?；鶎俞t(yī)務(wù)人員容易產(chǎn)生付出回報(bào)的失衡感，尤其是對(duì)工作回報(bào)方面（收入、社會(huì)尊重和職業(yè)發(fā)展等）的不滿。醫(yī)務(wù)人員不會(huì)被動(dòng)地長期停留在高付出、低回報(bào)的負(fù)平衡狀態(tài)，他們會(huì)通過認(rèn)知和行為上的轉(zhuǎn)變進(jìn)行調(diào)節(jié)，對(duì)工作量的增加產(chǎn)生消極抵觸情緒，例如降低工作的付出（遲到早退、缺勤等）或轉(zhuǎn)而去尋求其他工作機(jī)會(huì)，從而產(chǎn)生職業(yè)倦怠、離職傾向等有害于組織健康的行為[23]。孫葵等對(duì)公立醫(yī)院1910 名醫(yī)生調(diào)查顯示，工作付出回報(bào)失衡對(duì)離職意向具有正向預(yù)測(cè)作用[24]。王晶等也發(fā)現(xiàn)，付出回報(bào)失衡會(huì)顯著增加護(hù)士的離職意愿水平[25]。綜合上述研究，提出假設(shè)：

假設(shè)H1：基層醫(yī)務(wù)人員付出回報(bào)失衡對(duì)離職傾向具有顯著的正向影響。

2.工作強(qiáng)度與離職傾向

工作強(qiáng)度是衡量工作負(fù)荷的重要指標(biāo)之一。隨著簽約服務(wù)的推廣，基層醫(yī)生不僅承擔(dān)著14 項(xiàng)基本公共衛(wèi)生服務(wù)，還要承擔(dān)著常見病、多發(fā)病等基本醫(yī)療服務(wù)，工作任務(wù)多而繁雜。研究發(fā)現(xiàn)，通常每個(gè)農(nóng)村醫(yī)務(wù)人員服務(wù)的人口范圍在300 到2500 個(gè)居民不等，一人負(fù)責(zé)多個(gè)項(xiàng)目，同時(shí)還要花費(fèi)較多時(shí)間填寫各種紙質(zhì)報(bào)表，長時(shí)間、高強(qiáng)度的工作已成為常態(tài)[26]。根據(jù)2014 年中華醫(yī)學(xué)會(huì)報(bào)告，66%的基層醫(yī)務(wù)人員每周工作40 小時(shí)以上[27]。此外，由于基層人才隊(duì)伍的短缺，農(nóng)村醫(yī)務(wù)人員醫(yī)生的診療活動(dòng)常常是獨(dú)立的，很少得到其他人的支持，可替代性差。過重的工作強(qiáng)度會(huì)降低個(gè)體在工作中的積極性和效率，出現(xiàn)疲憊、倦怠、離職等現(xiàn)象。呂艾芹等通過對(duì)三甲醫(yī)院手術(shù)室護(hù)士的調(diào)查，指出工作量大、職業(yè)壓力大、薪酬偏低是護(hù)士離職意愿的影響因素[28]。羅曉瓊等研究發(fā)現(xiàn)，工作強(qiáng)度越重的兒科醫(yī)生離職傾向越高[29]。據(jù)此，提出假設(shè)：

假設(shè)H2：基層醫(yī)務(wù)人員的工作強(qiáng)度能夠顯著正向預(yù)測(cè)離職傾向。

3.工作滿意度與離職傾向

工作滿意度是最早提出并經(jīng)常被提及的影響離職傾向的態(tài)度變量[30]。態(tài)度—行為理論認(rèn)為，態(tài)度能夠預(yù)測(cè)個(gè)體的意圖和行為。當(dāng)員工對(duì)自身工作不滿意時(shí)，離職和尋求其他工作機(jī)會(huì)是最常見的反應(yīng)之一。因此，工作滿意度對(duì)員工離職傾向的預(yù)測(cè)作用是顯而易見的。Xu 等對(duì)基層醫(yī)務(wù)人員所做的一項(xiàng)結(jié)構(gòu)方程模型分析顯示，工作滿意度與離職傾向的標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)為-0.18（p＜0.01）[31]。一項(xiàng)對(duì)湖北襄陽鄉(xiāng)村醫(yī)生的研究發(fā)現(xiàn)，與對(duì)工作條件滿意的鄉(xiāng)村醫(yī)生相比，對(duì)其不滿意的鄉(xiāng)村醫(yī)生的離職意愿高出1.41倍[32]。綜上，提出假設(shè)：

假設(shè)H3：基層醫(yī)務(wù)人員的工作滿意度對(duì)離職傾向具有顯著的負(fù)向影響。

4.工作滿意度的中介作用

工作滿意度作為中介變量在眾多離職模型中已被證實(shí)。從現(xiàn)有研究來看，工作滿意度和離職傾向的影響因素包括了基本人口學(xué)特征（如年齡、性別、職稱、學(xué)歷等）、態(tài)度因素（如職業(yè)承諾）、工作與組織特征變量（如保障水平、職業(yè)晉升等）等變量類型[33]。但是，其中的工作特征變量和態(tài)度變量鮮有將工作強(qiáng)度、付出回報(bào)失衡納入研究，付出回報(bào)失衡、工作強(qiáng)度通過何種路徑影響員工離職傾向的研究仍較少，特別是針對(duì)農(nóng)村基層醫(yī)務(wù)人員這一群體的研究尚顯不足。

付出回報(bào)失衡模型認(rèn)為，員工在工作中所付出的時(shí)間和精力需要通過薪酬獎(jiǎng)勵(lì)、職業(yè)晉升機(jī)會(huì)、尊重等作為補(bǔ)償。當(dāng)員工感覺自我的工作付出能夠得到與之相匹配的回報(bào)，出于互惠原則，員工會(huì)提高對(duì)工作的滿意度，進(jìn)而提高對(duì)組織認(rèn)可度和忠誠度，降低離職傾向。反之，當(dāng)自我的付出與回報(bào)不相匹配時(shí)會(huì)出現(xiàn)反向效應(yīng)。涂畫等對(duì)基層衛(wèi)生綜合改革前后基層醫(yī)務(wù)人員滿意度進(jìn)行評(píng)估，發(fā)現(xiàn)付出回報(bào)失衡不僅會(huì)影響醫(yī)務(wù)人員的工作積極性，導(dǎo)致工作滿意度降低，甚至還可能會(huì)進(jìn)一步影響醫(yī)務(wù)人員的工作績效。[34]

工作強(qiáng)度在一定程度上反映了員工的工作量和所承受壓力的大小。郭圣乾等對(duì)農(nóng)民工的工作壓力、工作動(dòng)機(jī)、工作滿意度之間的關(guān)系進(jìn)行了研究，發(fā)現(xiàn)農(nóng)民工工作壓力越大，其對(duì)工作滿意度的評(píng)價(jià)越低[35]。Nirel 等人對(duì)以色列醫(yī)務(wù)人員調(diào)查發(fā)現(xiàn)，工作強(qiáng)度過重和健康狀況不佳是醫(yī)護(hù)人員對(duì)工作不滿意的主要原因[36]。工作強(qiáng)度不僅是導(dǎo)致工作滿意度低下的影響因素之一，而且還可通過工作滿意度進(jìn)一步影響員工的績效表現(xiàn)。因此，基于上述研究，提出假設(shè)：

假設(shè)H4a：工作強(qiáng)度、付出回報(bào)失衡對(duì)基層醫(yī)務(wù)人員工作滿意度具有顯著的負(fù)向影響。

假設(shè)H4b：工作滿意度在基層醫(yī)務(wù)人員工作強(qiáng)度、付出回報(bào)失衡與離職傾向之間起著中介作用。

本研究的理論框架如圖1。

圖1 理論框架

二、研究設(shè)計(jì)

（一）數(shù)據(jù)來源

2019 年5—10 月采取分層整群抽樣方法，以江蘇省的南通市通州區(qū)、海門區(qū)和鹽城市大豐區(qū)，根據(jù)經(jīng)濟(jì)條件分層各抽取3 個(gè)鄉(xiāng)鎮(zhèn)衛(wèi)生院，每個(gè)鄉(xiāng)鎮(zhèn)選取6 所村衛(wèi)生室作為調(diào)查對(duì)象。本次共調(diào)查了9 家鄉(xiāng)鎮(zhèn)衛(wèi)生院和54 所村衛(wèi)生室。農(nóng)村基層醫(yī)生入選標(biāo)準(zhǔn)包括：（1）具有縣級(jí)以上地方衛(wèi)生行政部門頒發(fā)的執(zhí)業(yè)資格證書；（2）工作任期≥1 年；（3）簽約患者人數(shù)超過100 人。共納入750 名符合標(biāo)準(zhǔn)的基層醫(yī)務(wù)人員，然后由經(jīng)過培訓(xùn)的調(diào)查員進(jìn)行面對(duì)面問卷調(diào)查。最終收回有效問卷705 份，有效率為94%。

（二）研究變量

在現(xiàn)有文獻(xiàn)和專家咨詢的基礎(chǔ)上，自行設(shè)計(jì)調(diào)查問卷，調(diào)查問卷主要內(nèi)容包括基層醫(yī)生的基本情況（人口學(xué)特征、職業(yè)特征）、工作滿意度量表、付出回報(bào)失衡量表和離職傾向評(píng)估量表等。被解釋變量為離職傾向，通過單一條目衡量：如果有機(jī)會(huì)，我想離開現(xiàn)在的工作崗位，去其他單位工作。本研究中離職傾向的平均得分為4.49±1.53，有51.77%（365/705）的基層醫(yī)務(wù)人員有離職傾向（非常不同意、比較不同意、有點(diǎn)不同意、不確定為無離職傾向，有點(diǎn)同意，比較同意和非常同意為有離職傾向組）。

解釋變量包括：（1）工作強(qiáng)度。采用主觀自評(píng)方法測(cè)量農(nóng)村基層醫(yī)務(wù)人員的工作強(qiáng)度，“過去一個(gè)月內(nèi)，您自我感覺您的工作強(qiáng)度”，受訪者的回答采用Likert5 級(jí)計(jì)分法，1 分=“輕度”到5 分=“非常重”。工作強(qiáng)度得分越高，工作強(qiáng)度越大。被調(diào)查者的工作強(qiáng)度平均得分為3.17±1.04。（2）付出回報(bào)失衡。付出回報(bào)比例的測(cè)量采用23 條目的ERI 問卷，包括外在付出（6 個(gè)條目）、回報(bào)（11 個(gè)條目）、超負(fù)荷（6 個(gè)條目）[37]。采用Likert 5 級(jí)計(jì)分，1=“非常不同意”到5=“非常同意”，總量表得分范圍為23～115 分。評(píng)價(jià)方法：每個(gè)條目予以相同的權(quán)重，付出-回報(bào)比指標(biāo)為ERI=E/（R×C），其中C 是調(diào)整系數(shù)（分子的條目數(shù)與分母的條目數(shù)之比，本研究中C=6/11）。ERI＞1 表明付出—回報(bào)失衡，ERI≤1 為回報(bào)平衡。本研究中ERI 量表中3 個(gè)維度的內(nèi)部一致性信度Cronbach’α 系數(shù)分別為0.892、0.839 和0.835，總量表信度為0.882。本研究付出回報(bào)失衡的均分為1.05±0.30，有55.89%（394/705）的基層醫(yī)務(wù)人員自評(píng)付出回報(bào)失衡。

中介變量為工作滿意度，結(jié)合基層醫(yī)生的工作特點(diǎn)自行設(shè)計(jì)工作滿意度評(píng)價(jià)量表，包括10 個(gè)評(píng)價(jià)條目，分別從工作環(huán)境（工作環(huán)境、儀器設(shè)備）、工作獎(jiǎng)勵(lì)（個(gè)人收入、福利待遇）、醫(yī)療實(shí)踐環(huán)境（醫(yī)患關(guān)系、同伴關(guān)系及部門之間的支持）以及組織管理（培訓(xùn)機(jī)會(huì)、職業(yè)晉升、績效考核）4 個(gè)維度來評(píng)價(jià)農(nóng)村基層醫(yī)務(wù)人員的工作滿意度。采用Likert 5 級(jí)計(jì)分法，1 分表示“非常不滿意”，5 分表示“非常滿意”。本研究中工作滿意度4 個(gè)維度的Cronbach’α 系數(shù)分別為0.914、0.794、0.789 和0.835，總量表信度為0.866。本研究中工作滿意度均分為3.01±0.54。

控制變量為基層醫(yī)務(wù)人員的基本特征，包括性別、年齡、學(xué)歷、聘用方式、月均收入、簽約管理人數(shù)等信息。在被調(diào)查的705 名農(nóng)村基層醫(yī)務(wù)人員中，年齡最小者22 歲，最大71 歲，平均年齡45.25 歲，女性居多（59.72%）。受教育程度較低，僅29.93%的村醫(yī)擁有本科及以上學(xué)歷。編制內(nèi)基層醫(yī)生占44.40%，聘用制基層醫(yī)生占49.78%。77.74%的基層醫(yī)生月均收入低于5000 元，具體見表1。

表1 705 名基層醫(yī)務(wù)人員的基本特征

（三）模型設(shè)計(jì)

本研究以被解釋變量離職傾向作為因變量（連續(xù)型變量），以解釋變量工作強(qiáng)度（連續(xù)型變量）、付出回報(bào)失衡（連續(xù)型變量）為自變量，工作滿意度（連續(xù)型變量）為中介變量，控制基本特征變量，首先采用溫忠麟等人提出的的最小二乘（Ordinal Least Squares Regression，OLS）逐步回歸模型檢驗(yàn)中介效應(yīng)，分三步進(jìn)行：第一步，檢驗(yàn)總效應(yīng)（假設(shè)H1、H2），探索自變量（工作強(qiáng)度、ERI）與因變量（離職傾向）之間的關(guān)系。第二步，檢驗(yàn)中介變量（工作滿意度）是否受到自變量的影響（假設(shè)H4a），以工作滿意度為因變量，建立OLS 回歸模型，探索工作強(qiáng)度、付出回報(bào)失衡對(duì)工作滿意度的影響。第三步，同時(shí)檢驗(yàn)中介變量、自變量是否與因變量相關(guān)（假設(shè)H4b），即以離職傾向?yàn)橐蜃兞?，同時(shí)納入自變量和中介變量，控制基本特征變量，探索工作滿意度的中介作用。若納入工作滿意度中介變量后，自變量的系數(shù)變小且顯著，說明工作滿意度具有部分中介作用；若自變量的系數(shù)變小且不顯著，說明工作滿意度具有完全的中介作用。

在此基礎(chǔ)上，運(yùn)用由Karlson 等提出的KHB 法進(jìn)一步檢驗(yàn)工作滿意度的中介效應(yīng)模型[38]。KHB 方法可以克服逐步回歸檢驗(yàn)法和Sobel 檢驗(yàn)法在處理小樣本量，小中介效應(yīng)值，或者中介效應(yīng)值不呈正態(tài)分布的情況下統(tǒng)計(jì)功效不高的缺點(diǎn)，并能有效解決變量的測(cè)量誤差以及多重中介模型的問題。

所有的數(shù)據(jù)采用EpiData 3.1 建立數(shù)據(jù)庫，雙錄入實(shí)時(shí)校對(duì)錄入數(shù)據(jù)，Stata14.0 軟件進(jìn)行統(tǒng)計(jì)學(xué)分析，計(jì)量資料和計(jì)數(shù)資料分別用均數(shù)±標(biāo)準(zhǔn)差、樣本量（構(gòu)成比%）進(jìn)行描述性分析，以p＜0.05 表示差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。

三、實(shí)證分析

（一）描述性分析

單變量相關(guān)分析見表2，工作強(qiáng)度、付出回報(bào)失衡與離職傾向正相關(guān)；工作滿意度與工作強(qiáng)度、ERI及離職傾向之間負(fù)相關(guān)。

（二）逐步嵌套OLS 回歸分析

第一步，在模型1 中，只納入農(nóng)村基層醫(yī)務(wù)人員的基本特征，結(jié)果表明聘用方式、月均收入對(duì)農(nóng)村基層醫(yī)務(wù)人員離職傾向影響顯著。模型2 在模型1 的基礎(chǔ)上納入工作強(qiáng)度和付出回報(bào)失衡后，工作強(qiáng)度（β=0.88，p＜0.001）、付出回報(bào)失衡（β=1.41，p＜0.001）對(duì)基層醫(yī)務(wù)人員離職傾向具有顯著正向預(yù)測(cè)作用，工作強(qiáng)度和付出回報(bào)失衡可以解釋45.8%的方差變異。在模型3 中，控制了基本人口學(xué)特征后，工作滿意度對(duì)離職傾向的負(fù)向預(yù)測(cè)作用顯著（β=-1.73，p＜0.001），可以解釋35.6%的方差變異。綜上，結(jié)果支持假設(shè)H1、H2 和H3。

表2 工作強(qiáng)度、工作滿意度及付出回報(bào)失衡與離職傾向單變量相關(guān)分析

第二步，在模型4 中，性別、月均收入和聘用方式是影響基層醫(yī)生工作滿意度的因素。模型5 在其基礎(chǔ)上引入工作強(qiáng)度、付出回報(bào)失衡后，工作強(qiáng)度、付出回報(bào)失衡每增加一個(gè)單位，農(nóng)村基層醫(yī)務(wù)人員工作滿意度均分分別降低0.23 和0.30 分，能夠顯著解釋24.3%的變異。結(jié)果支持假設(shè)H4a。

第三步，控制了基本人口學(xué)特征后，模型6 在模型2 的基礎(chǔ)上，將工作滿意度納入模型進(jìn)行分析，結(jié)果顯示，在引入工作滿意度變量之后，聘用方式、收入對(duì)離職傾向的影響不顯著，工作強(qiáng)度、付出回報(bào)失衡對(duì)離職傾向的回歸系數(shù)分別由原來的0.88 和1.41 下降到0.65 和1.09，但影響依然是顯著。同時(shí)，工作滿意度對(duì)離職傾向的仍具有顯著負(fù)向影響（β=-0.98，p＜0.001）。結(jié)果表明，農(nóng)村基層醫(yī)務(wù)人員工作滿意度在工作強(qiáng)度、付出回報(bào)失衡與離職傾向之間具有部分中介作用，在聘用方式、收入與離職傾向之間具有完全中介作用。結(jié)果支持假設(shè)H4b。

（三）中介效應(yīng)檢驗(yàn)

采用KHB 法進(jìn)一步驗(yàn)證工作滿意度在工作強(qiáng)度、付出回報(bào)失衡與離職傾向之間的中介作用。結(jié)果顯示，在控制人口學(xué)變量的情況下，工作強(qiáng)度、付出回報(bào)失衡對(duì)農(nóng)村基層醫(yī)務(wù)人員離職傾向的直接效應(yīng)和間接效應(yīng)均顯著，工作滿意度部分中介工作強(qiáng)度、付出回報(bào)失衡對(duì)離職傾向的作用，中介效應(yīng)貢獻(xiàn)分別為22.41%和26.21%。進(jìn)一步驗(yàn)證了假設(shè)H4b 的成立。

表3 工作強(qiáng)度、付出—回報(bào)失衡、工作滿意度與離職傾向關(guān)系檢驗(yàn)

表4 工作強(qiáng)度、付出—回報(bào)失衡與離職傾向—工作滿意度的中介效應(yīng)檢驗(yàn)

四、結(jié)論與討論

本文基于Price-Mueller 離職模型視角，通過“農(nóng)村基層醫(yī)務(wù)人員職業(yè)現(xiàn)狀調(diào)查表”對(duì)蘇北地區(qū)9 家鄉(xiāng)鎮(zhèn)衛(wèi)生院54 所村衛(wèi)生室705 名農(nóng)村基層醫(yī)務(wù)人員的工作現(xiàn)狀及離職傾向進(jìn)行調(diào)查，探討工作強(qiáng)度、付出回報(bào)失衡、工作滿意度對(duì)基層醫(yī)務(wù)人員離職傾向影響，進(jìn)一步探索工作滿意度在三者之間的中介作用。研究發(fā)現(xiàn)，第一，工作強(qiáng)度越大、付出回報(bào)失衡越高，基層醫(yī)務(wù)人員工作滿意度越低，離職傾向越高；第二，工作滿意度越高，離職傾向越低；第三，工作滿意度在工作強(qiáng)度、付出回報(bào)失衡與離職傾向之間起部分中介作用，研究假設(shè)均得到證實(shí)。

通過以上分析，我們發(fā)現(xiàn)蘇北地區(qū)基層醫(yī)務(wù)人員離職傾向較高。蘇北地區(qū)農(nóng)村醫(yī)務(wù)人員存在較高的流動(dòng)轉(zhuǎn)移風(fēng)險(xiǎn)，51.77%的醫(yī)務(wù)人員具有離職傾向，高于重慶市的基層醫(yī)務(wù)人員（42.3%），也高于浙江省185 名鄉(xiāng)村醫(yī)生（39.10%）[7，39]。大量研究證實(shí)，離職行為與離職傾向具有顯著的相關(guān)性。農(nóng)村醫(yī)務(wù)人員高離職傾向不僅會(huì)導(dǎo)致人才流失，還會(huì)對(duì)初級(jí)衛(wèi)生保健的質(zhì)量和衛(wèi)生系統(tǒng)的整體效率產(chǎn)生負(fù)性影響，應(yīng)引起政府相關(guān)部門的重視，以減少衛(wèi)生人力的流失。

工作強(qiáng)度、付出回報(bào)失衡增加了離職傾向。隨著國家基本公共衛(wèi)生服務(wù)、家庭醫(yī)生簽約服務(wù)的推進(jìn)，服務(wù)內(nèi)容由最初的9 類35 項(xiàng)增加至14 類55 項(xiàng)。加之鄉(xiāng)村醫(yī)生人才隊(duì)伍的短缺，鄉(xiāng)村醫(yī)生的診療活動(dòng)常常是獨(dú)立的，很少得到其他人的支持，可替代性差，只能通過增加現(xiàn)有醫(yī)務(wù)人員的工作量來滿足工作需求。這在一定程度上也增加了基層醫(yī)務(wù)人員的工作壓力。研究發(fā)現(xiàn)，接受調(diào)查的705 名蘇北地區(qū)的農(nóng)村醫(yī)務(wù)人員整體工作強(qiáng)度較大，中重度以上者占68.23%。付出回報(bào)不成比例失衡者占一半以上（55.89%），高于普通公職人員（47.8%）、城鎮(zhèn)醫(yī)務(wù)人員（45.87%），略低于農(nóng)村教師（58.3%）[23，40-41]。

工作強(qiáng)度、低回報(bào)—超負(fù)荷的工作是導(dǎo)致農(nóng)村基層醫(yī)務(wù)人員滿意度低下、離職傾向高的主要因素。與張行欽等對(duì)浙江省基層醫(yī)務(wù)人員的研究一致，工作負(fù)荷越大、每周工作時(shí)間越長，基層醫(yī)生離職傾向越高[7]。可解釋的原因有以下兩點(diǎn)：一是盡管自新醫(yī)改實(shí)施以來，基層醫(yī)療機(jī)構(gòu)從政府獲得了更多的資金和政策傾斜，但基層醫(yī)生的收入并未顯著增加。一項(xiàng)基于全國的研究發(fā)現(xiàn)基層醫(yī)務(wù)人員特別是鄉(xiāng)村醫(yī)生（2017 年平均工資3707 元）與公立醫(yī)院醫(yī)務(wù)人員（2017 年平均工資12166 元）之間薪酬差距在過去十年中不斷擴(kuò)大；二是藥品零差率政策實(shí)施后，臨床服務(wù)和藥物處方的更高收入受到控制。此外基層醫(yī)生的工資由地方政府負(fù)責(zé)，而且政府還對(duì)鄉(xiāng)鎮(zhèn)衛(wèi)生院的收入中績效工資的分配進(jìn)行限制，導(dǎo)致農(nóng)村基層醫(yī)務(wù)人員的工資上漲空間很小[42]。繁重的工作量加上停滯不前的收入，導(dǎo)致基層醫(yī)務(wù)人員在工作付出和回報(bào)間的不平衡，進(jìn)而產(chǎn)生消極的工作情緒，減少工作的投入，出現(xiàn)不滿、倦怠及離職傾向。反之，若員工感知自我付出回報(bào)公平時(shí)，會(huì)產(chǎn)生一定的“光環(huán)效應(yīng)”。一方面，員工認(rèn)為組織能夠保障自己的既得利益，從而提高對(duì)工作的滿意度和成就感；另一方面，公平的分配可以增進(jìn)和諧的組織氛圍，增進(jìn)員工彼此之間的信任和凝聚力，有利于降低離職傾向[43]。應(yīng)適當(dāng)提高農(nóng)村基層醫(yī)務(wù)人員薪資，健全公平的分配與激勵(lì)制度，促進(jìn)基層醫(yī)生職業(yè)留存和人才引進(jìn)。

工作滿意度有效降低離職傾向。理想的工作回報(bào)不僅限于經(jīng)濟(jì)回報(bào)，還包括與職業(yè)相關(guān)的尊重、職業(yè)機(jī)會(huì)和工作保障。研究發(fā)現(xiàn)，農(nóng)村基層醫(yī)務(wù)人員對(duì)工作環(huán)境、職業(yè)保障的滿意度較低。首先，與城鎮(zhèn)公立醫(yī)院相比，基層醫(yī)療機(jī)構(gòu)的工作條件較差，培訓(xùn)機(jī)會(huì)較少，晉升機(jī)會(huì)有限。參與本次調(diào)查的基層醫(yī)生中，本科及以上學(xué)歷僅有29.93%，超過60%醫(yī)生僅有初級(jí)職稱，這一結(jié)果不僅反映出基層醫(yī)療機(jī)構(gòu)缺乏高學(xué)歷人才，也反映了職業(yè)晉升的困難，這兩者都是由于培養(yǎng)機(jī)制和職稱評(píng)選機(jī)制不健全所造成的。其次，長期以來由于財(cái)政補(bǔ)助缺位，基層衛(wèi)生機(jī)構(gòu)特別是鄉(xiāng)村衛(wèi)生室陷入醫(yī)療設(shè)備、藥品短缺的困境，村衛(wèi)生室所能提供的醫(yī)療服務(wù)較為有限，農(nóng)民基本的衛(wèi)生需求得不到滿足，基層首診服務(wù)功能大大淡化[44]。由此基層醫(yī)務(wù)人員工作成就感低、積極性不高，導(dǎo)致年輕基層醫(yī)生離職傾向增加、基層醫(yī)生職業(yè)吸引力下降。

此外，農(nóng)村基層醫(yī)務(wù)人員的聘用方式、月均收入是影響離職傾向的主要因素之一。工作強(qiáng)度、付出回報(bào)失衡及工作滿意度同時(shí)納入模型6 后，聘用方式、月均收入對(duì)離職傾向的影響不再顯著，這說明工作滿意度在聘用方式、收入與離職傾向之間起完全中介作用。相較于編制內(nèi)醫(yī)生，合同制的基層醫(yī)生離職傾向較高，這與Li 等對(duì)武漢市基層醫(yī)務(wù)人員的調(diào)查結(jié)果一致[45]。合同制的醫(yī)務(wù)人員工資較低、晉升機(jī)會(huì)較少，缺乏職業(yè)安全感，人員流動(dòng)相對(duì)自由，以年輕、職稱較低者離職傾向較高。

本研究也存在一些不足之處。首先，盡管使用了具有良好信度、效度的調(diào)查量表，但自我主觀報(bào)告的方式可能會(huì)影響調(diào)查結(jié)果的客觀性。其次，本研究采用橫斷面的研究設(shè)計(jì)，不能夠驗(yàn)證工作強(qiáng)度、付出回報(bào)失衡、工作滿意度和離職傾向間的因果關(guān)系。在未來的研究中采用追蹤研究來探索工作負(fù)荷、付出回報(bào)失衡與農(nóng)村基層醫(yī)務(wù)人員離職傾向的關(guān)系。

因此，本研究對(duì)于提高基層醫(yī)務(wù)人員留用率和可持續(xù)發(fā)展，提出以下建議：首先，多措并舉，適當(dāng)減輕基層醫(yī)務(wù)人員工作強(qiáng)度。應(yīng)積極推進(jìn)基層醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)的信息一體化建設(shè)，構(gòu)建與城鎮(zhèn)、各鄉(xiāng)鎮(zhèn)及上級(jí)衛(wèi)生管理機(jī)構(gòu)互通的健康管理平臺(tái)，將居民健康檔案、隨訪、體檢數(shù)據(jù)、計(jì)劃免疫等各類業(yè)務(wù)信息系統(tǒng)集中整合，對(duì)多部門共需共用的數(shù)據(jù)，由主管部門牽頭實(shí)現(xiàn)數(shù)據(jù)共創(chuàng)、共建、共享，避免反復(fù)錄入。此外，簡化報(bào)送流程，統(tǒng)一規(guī)范報(bào)送材料和表格，充分利用大數(shù)據(jù)自動(dòng)采集，讓信息一站式送達(dá)。實(shí)現(xiàn)“一類工作一張表”。控制表格總量，解決紙質(zhì)表格“種類多，來回變，不真實(shí)”的問題。通過信息化管理讓居民健康數(shù)據(jù)“聯(lián)起來、跑起來”，讓鄉(xiāng)村醫(yī)務(wù)人員從繁雜的文檔工作中解脫出來，把時(shí)間花在刀刃上[46]。

第二，建立按價(jià)值支付的薪酬待遇，提高基層醫(yī)務(wù)人員的工作滿意度。加快基層醫(yī)務(wù)人員薪酬制度改革，建立與農(nóng)村基層醫(yī)生勞動(dòng)價(jià)值相匹配的薪酬福利政策，是提高農(nóng)村基層醫(yī)務(wù)人員工作滿意度、穩(wěn)定農(nóng)村基層醫(yī)生隊(duì)伍的關(guān)鍵。首先，政府應(yīng)合理提高農(nóng)村衛(wèi)生人員的薪酬待遇，鄉(xiāng)鎮(zhèn)一級(jí)的醫(yī)務(wù)人員其薪酬待遇應(yīng)當(dāng)不低于在縣級(jí)醫(yī)療衛(wèi)生機(jī)構(gòu)中工作的同類人員，村醫(yī)可享有與當(dāng)?shù)卮逦瘯?huì)干部相當(dāng)?shù)拇鏊健Ｆ浯?，設(shè)立專項(xiàng)績效獎(jiǎng)勵(lì)和政策，允許鄉(xiāng)鎮(zhèn)衛(wèi)生院結(jié)合實(shí)際，自主調(diào)整基礎(chǔ)性和獎(jiǎng)勵(lì)性績效工資的比例分配，合理拉開薪酬差距，充分發(fā)揮激勵(lì)作用，調(diào)動(dòng)醫(yī)務(wù)人員的工作積極性[47]。第三，可按照績效考核結(jié)果發(fā)放績效獎(jiǎng)勵(lì)工資，優(yōu)績優(yōu)酬。實(shí)行績效分配向業(yè)務(wù)骨干、醫(yī)療一線及高學(xué)歷、有經(jīng)驗(yàn)的年輕人員傾斜，充分體現(xiàn)醫(yī)務(wù)人員的勞動(dòng)價(jià)值和職業(yè)付出。第四，綜合考慮鄉(xiāng)鎮(zhèn)整體經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，向較偏遠(yuǎn)、落后工作者區(qū)域的基層人員增發(fā)專項(xiàng)補(bǔ)貼，以此來留住和吸引現(xiàn)有醫(yī)務(wù)人員。通過上述措施以提高農(nóng)村基層醫(yī)務(wù)人員的工作滿意度，保障基層醫(yī)務(wù)人員的職業(yè)付出、回報(bào)與衛(wèi)生事業(yè)發(fā)展之間形成有效的平衡機(jī)制。

最后，完善崗位聘任制度。為了最大限度留住農(nóng)村衛(wèi)生人力，編制是基層醫(yī)療人才的基本保障。第一，推行“縣管鄉(xiāng)用”制度，根據(jù)崗位需求每兩年動(dòng)態(tài)調(diào)整一次基層衛(wèi)生機(jī)構(gòu)編制總量，對(duì)基層醫(yī)生進(jìn)行多方考核，動(dòng)態(tài)調(diào)整編內(nèi)人員。將衛(wèi)生系統(tǒng)內(nèi)未取得資格證的同工同酬人員從編制內(nèi)及時(shí)有序剝離出來，騰出編制以保障基層公共衛(wèi)生崗位需求。具有執(zhí)業(yè)助理及以上資格者優(yōu)先入編，提高高學(xué)歷、緊缺崗位人才的入編率。本科及以上學(xué)歷、鄉(xiāng)鎮(zhèn)基層工作滿3 年，大專學(xué)歷滿5 年者按程序擇優(yōu)選聘納入縣級(jí)公立醫(yī)院編制周轉(zhuǎn)池進(jìn)行統(tǒng)一管理。其次，定向生畢業(yè)后按照所簽署的定向就業(yè)協(xié)議由相關(guān)部門統(tǒng)一安排至各基層醫(yī)療機(jī)構(gòu)工作。積極落實(shí)其工資福利和社會(huì)保障，確保有崗有編，促進(jìn)相關(guān)崗位工作的連續(xù)性和衛(wèi)生人才隊(duì)伍的可持續(xù)發(fā)展。